我國(guó)貨幣政策對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)的非對(duì)稱影響——基于CARCH模型的實(shí)證分析

馬亞明，劉　翠

（1.天津財(cái)經(jīng)大學(xué)中國(guó)濱海金融協(xié)同創(chuàng)新中心，天津300222；2.天津財(cái)經(jīng)大學(xué)金融系，天津300222；3.天津財(cái)經(jīng)大學(xué)珠江學(xué)院，天津301811）

我國(guó)貨幣政策對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)的非對(duì)稱影響——基于CARCH模型的實(shí)證分析

馬亞明1，2，劉翠2，3

（1.天津財(cái)經(jīng)大學(xué)中國(guó)濱海金融協(xié)同創(chuàng)新中心，天津300222；2.天津財(cái)經(jīng)大學(xué)金融系，天津300222；3.天津財(cái)經(jīng)大學(xué)珠江學(xué)院，天津301811）

以貨幣政策在時(shí)間維度上存在的非對(duì)稱性質(zhì)作為研究的切入點(diǎn)，針對(duì)貨幣政策對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)產(chǎn)生的時(shí)間非對(duì)稱效應(yīng)，利用CARCH模型進(jìn)行實(shí)證分析，考察貨幣政策對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)的非對(duì)稱影響。實(shí)證結(jié)果表明，貨幣政策對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)存在非對(duì)稱效應(yīng)，即存在關(guān)于經(jīng)濟(jì)周期、傳導(dǎo)渠道、政策取向三個(gè)方面的非對(duì)稱形式。

貨幣政策；房地產(chǎn)市場(chǎng)；非對(duì)稱效應(yīng)；CARCH模型；利率；銀行信貸；貨幣政策工具；經(jīng)濟(jì)周期

一、引言

以住宅為主的我國(guó)房地產(chǎn)市場(chǎng)不斷發(fā)展，對(duì)拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和提高人民生活水平發(fā)揮了重要的作用。房地產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)度高，帶動(dòng)力強(qiáng)，已經(jīng)成為我國(guó)國(guó)民經(jīng)濟(jì)的支柱產(chǎn)業(yè)。保持我國(guó)房地產(chǎn)市場(chǎng)持續(xù)、健康、穩(wěn)定的發(fā)展，對(duì)于推進(jìn)我國(guó)城鎮(zhèn)化建設(shè)的進(jìn)程，全面建設(shè)小康社會(huì)具有十分重要的意義。從1998年結(jié)束福利分房、我國(guó)房地產(chǎn)市場(chǎng)開(kāi)始市場(chǎng)化改革以來(lái)，短短十幾年中，房地產(chǎn)市場(chǎng)得到了快速的發(fā)展，但同時(shí)存在的問(wèn)題也不少，一個(gè)突出的問(wèn)題就是最近幾年不斷飆升的房?jī)r(jià)。房地產(chǎn)行業(yè)是一個(gè)資金密集型和高負(fù)債率的產(chǎn)業(yè)，對(duì)我國(guó)金融安全與宏觀經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定的影響重大。居高不下的房?jī)r(jià)已經(jīng)成為我國(guó)經(jīng)濟(jì)運(yùn)行中的一大隱患，遏制房?jī)r(jià)過(guò)快上漲也是宏觀調(diào)控政策關(guān)注的重點(diǎn)。為了抑制房地產(chǎn)市場(chǎng)過(guò)快、過(guò)熱、過(guò)度的發(fā)展，國(guó)家也先后出臺(tái)了一系列的宏觀調(diào)控政策。從2003年央行121號(hào)文件為標(biāo)志的新一輪房地產(chǎn)宏觀調(diào)控開(kāi)始，到老“國(guó)八條”的頒布、到2006年的“國(guó)六條”和“九部委十五條”、二套房新政、限制投資性住房貸款以及多次上調(diào)存款準(zhǔn)備金率、存貸款利率，再到2010年的新“國(guó)十條”、2011年的新“國(guó)八條”，國(guó)家對(duì)房地產(chǎn)行業(yè)頻施重拳進(jìn)行調(diào)控。這些政策對(duì)抑制房地產(chǎn)市場(chǎng)的過(guò)快上漲確實(shí)起到了一定的成效。但從長(zhǎng)期來(lái)看，就全國(guó)房地產(chǎn)市場(chǎng)整體而言，房地產(chǎn)市場(chǎng)價(jià)格下行的趨勢(shì)并不明顯，其抑制房地產(chǎn)價(jià)格過(guò)快上漲的效果并不顯著。加之，單純使用行政干預(yù)手段并不是解決房地產(chǎn)市場(chǎng)存在問(wèn)題的最好辦法，也不是長(zhǎng)遠(yuǎn)之計(jì)，唯有通過(guò)以貨幣政策為首的多種手段對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)發(fā)展過(guò)程所出現(xiàn)的波動(dòng)和問(wèn)題進(jìn)行調(diào)節(jié)，加快房地產(chǎn)市場(chǎng)的市場(chǎng)化改革步伐，才是解決現(xiàn)階段房地產(chǎn)市場(chǎng)出現(xiàn)問(wèn)題的最好辦法。

在貨幣政策對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)進(jìn)行調(diào)控的過(guò)程中，存在一個(gè)非常有意思的現(xiàn)象值得社會(huì)各界關(guān)注，這個(gè)現(xiàn)象就是貨幣政策的非對(duì)稱效應(yīng)。具體說(shuō)來(lái)，在房地產(chǎn)市場(chǎng)最初發(fā)展階段，貨幣政策是房地產(chǎn)市場(chǎng)的快速發(fā)展的助推器，為房地產(chǎn)市場(chǎng)的發(fā)展立下了汗馬功勞；然而當(dāng)房地產(chǎn)市場(chǎng)出現(xiàn)過(guò)熱、過(guò)猛發(fā)展，房地產(chǎn)市場(chǎng)出現(xiàn)一定程度的價(jià)格泡沫的時(shí)候，為了抑制房地產(chǎn)市場(chǎng)的過(guò)度發(fā)展，利用貨幣政策來(lái)對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)進(jìn)行調(diào)控，但相比于貨幣政策對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)的拉動(dòng)作用而言，貨幣政策調(diào)控對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)的平抑效果卻并不十分明顯。也就是說(shuō)，在房地產(chǎn)市場(chǎng)發(fā)展的不同階段，程度相同、方向不同的貨幣政策對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)的促進(jìn)與抑制作用呈現(xiàn)出不同的效果，貨幣政策對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)的影響呈現(xiàn)出非對(duì)稱性的特點(diǎn)。因此，研究貨幣政策對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)的非對(duì)稱影響，為我國(guó)日后的貨幣政策操作取向、政策工具選擇提供一定的參考及啟示，就成為擺在學(xué)術(shù)界面前的一個(gè)棘手的現(xiàn)實(shí)及理論問(wèn)題。

二、文獻(xiàn)回顧

貨幣政策非對(duì)稱性問(wèn)題的研究是從20世紀(jì)30年代開(kāi)始的，起源于美國(guó)的經(jīng)濟(jì)大蕭條時(shí)期。凱恩斯是最早對(duì)貨幣政策非對(duì)稱效應(yīng)進(jìn)行研究的學(xué)者之一，他提出的“流動(dòng)性陷阱”理論中就隱含著貨幣政策存在非對(duì)稱的性質(zhì)，當(dāng)利率低到不能再低時(shí)，貨幣政策就無(wú)法發(fā)揮效力，貨幣政策呈現(xiàn)出非對(duì)稱的特點(diǎn)。Cover（1992）第一次正式提出了貨幣政策非對(duì)稱效應(yīng)的概念，成為系統(tǒng)闡述貨幣政策非對(duì)稱效應(yīng)的第一人[1]。在我國(guó)對(duì)于貨幣政策非對(duì)稱效應(yīng)的研究開(kāi)始較晚，直到20世紀(jì)末期國(guó)內(nèi)學(xué)者才開(kāi)始慢慢關(guān)注這一問(wèn)題。商世文（1994）是國(guó)內(nèi)較早地介紹西方貨幣政策非對(duì)稱效應(yīng)研究的學(xué)者，但并沒(méi)有對(duì)我國(guó)貨幣政策非對(duì)稱效應(yīng)進(jìn)行系統(tǒng)研究[2]。然而，他對(duì)貨幣政策非對(duì)稱效應(yīng)的介紹卻拉開(kāi)了國(guó)內(nèi)學(xué)者對(duì)于貨幣政策非對(duì)稱效應(yīng)的研究序幕。

貨幣政策對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)的非對(duì)稱效應(yīng)問(wèn)題是貨幣政策非對(duì)稱研究領(lǐng)域的一個(gè)分支。最初國(guó)內(nèi)外學(xué)者研究領(lǐng)域大多聚焦在貨幣政策對(duì)實(shí)際經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、產(chǎn)出、價(jià)格等宏觀經(jīng)濟(jì)的影響具有非對(duì)稱性效應(yīng)。直到最近10年，學(xué)者開(kāi)始專門針對(duì)某一領(lǐng)域，如股票市場(chǎng)、房地產(chǎn)市場(chǎng)等微觀市場(chǎng)的貨幣政策非對(duì)稱效應(yīng)進(jìn)行研究。貨幣政策對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)的非對(duì)稱效應(yīng)問(wèn)題由于發(fā)展滯后，其研究成果并不十分成熟和系統(tǒng)。研究貨幣政策對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)的非對(duì)稱效應(yīng)問(wèn)題，也主要集中于貨幣政策對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)不同區(qū)域的非對(duì)稱影響，即對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)的區(qū)域異質(zhì)性進(jìn)行研究。

Collyns和Senhadji（2002）在東南亞金融危機(jī)的背景下，重點(diǎn)對(duì)東南亞國(guó)家1993—2001年的銀行信貸與房地產(chǎn)價(jià)格的關(guān)系進(jìn)行分析，認(rèn)為銀行信貸在金融危機(jī)發(fā)生前對(duì)房地產(chǎn)價(jià)格的暴漲起到重要的作用，并且銀行信貸對(duì)房地產(chǎn)價(jià)格的正向作用在房地產(chǎn)價(jià)格上漲時(shí)期是下跌時(shí)期的3倍[3]。Fratantoni和Schuh（2003）選擇美國(guó)1966—1998年的各地區(qū)數(shù)據(jù)，針對(duì)貨幣政策對(duì)不同地區(qū)房地產(chǎn)價(jià)格所產(chǎn)生的影響進(jìn)行分析，認(rèn)為相同的貨幣政策對(duì)不同地區(qū)的房地產(chǎn)價(jià)格產(chǎn)生不同的影響[4]。

梁云芳、高鐵梅（2007）利用誤差修正模型形式的面板數(shù)據(jù)模型分析出各地區(qū)房地產(chǎn)價(jià)格波動(dòng)差異的原因是由于貨幣政策效應(yīng)的區(qū)域差異。信貸規(guī)模對(duì)東部、西部地區(qū)的影響大于對(duì)中部地區(qū)的影響；利率對(duì)東部、中部、西部地區(qū)房地產(chǎn)價(jià)格的短期波動(dòng)都有較小的影響[5]。袁科、馮邦彥（2007）研究在不滿足最優(yōu)貨幣區(qū)標(biāo)準(zhǔn)的地區(qū)實(shí)行單一貨幣政策對(duì)區(qū)域房地產(chǎn)市場(chǎng)產(chǎn)生的非對(duì)稱效果，研究結(jié)果表明，貨幣政策存在明顯的區(qū)域非對(duì)稱性，貨幣政策效力由東向西依次遞增[6]。魏瑋、王洪衛(wèi)（2010）利用PVAR模型，考察不同貨幣政策工具對(duì)我國(guó)東部、西部、中部地區(qū)房地產(chǎn)市場(chǎng)價(jià)格產(chǎn)生的不同影響進(jìn)行分析并認(rèn)為：不同地區(qū)對(duì)于不同貨幣政策工具的反應(yīng)存在顯著差異，數(shù)量型貨幣政策對(duì)于不同地區(qū)的影響力的強(qiáng)弱程度依次為西部、東部和中部；價(jià)格型貨幣政策調(diào)控工具的影響力程度依次為東部、西部和中部，各地區(qū)房地產(chǎn)價(jià)格存在顯著的區(qū)域異質(zhì)性[7]。王先柱（2011）從房地產(chǎn)需求和供給兩個(gè)角度對(duì)貨幣政策在房地產(chǎn)市場(chǎng)中的調(diào)控作用及區(qū)域差異性進(jìn)行分析，利率對(duì)房地產(chǎn)需求和供給均存在區(qū)域差異[8]。

然而，貨幣政策對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)的非對(duì)稱性并不僅局限于區(qū)域間存在非對(duì)稱性，在二維空間中非對(duì)稱性可以分為空間非對(duì)稱和時(shí)間非對(duì)稱?？臻g非對(duì)稱是指貨幣政策對(duì)不同區(qū)域的房地產(chǎn)市場(chǎng)產(chǎn)生的非對(duì)稱效應(yīng)；時(shí)間非對(duì)稱是指貨幣政策在不同經(jīng)濟(jì)周期、利用不同的貨幣政策傳導(dǎo)渠道、采取不同的貨幣政策取向?qū)Ψ康禺a(chǎn)市場(chǎng)產(chǎn)生的非對(duì)稱效應(yīng)。

因此，在對(duì)國(guó)內(nèi)外相關(guān)文獻(xiàn)進(jìn)行梳理后，筆者并未以房地產(chǎn)市場(chǎng)的區(qū)域異質(zhì)性這一傳統(tǒng)的空間非對(duì)稱性質(zhì)作為研究對(duì)象分析貨幣政策對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)的非對(duì)稱影響，而是以時(shí)間非對(duì)稱性質(zhì)作為研究的切入點(diǎn)，針對(duì)貨幣政策對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)產(chǎn)生的三個(gè)方面的時(shí)間非對(duì)稱效應(yīng)進(jìn)行實(shí)證分析，即通過(guò)對(duì)貨幣政策處于不同經(jīng)濟(jì)周期時(shí)對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)產(chǎn)生的非對(duì)稱效應(yīng)、不同貨幣政策傳導(dǎo)渠道對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)產(chǎn)生的非對(duì)稱效應(yīng)、不同貨幣政策取向?qū)Ψ康禺a(chǎn)市場(chǎng)產(chǎn)生的非對(duì)稱效應(yīng)進(jìn)行分析，考察貨幣政策對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)的非對(duì)稱影響。

三、貨幣政策對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)非對(duì)稱影響的實(shí)證分析

（一）指標(biāo)選取與數(shù)據(jù)處理

貨幣政策對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)的影響渠道主要有兩個(gè)：一個(gè)是貨幣渠道，另一個(gè)是信貸渠道。本文的主要研究目的是對(duì)我國(guó)貨幣政策對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)的非對(duì)稱影響進(jìn)行研究，因此在指標(biāo)選擇上也是分別從貨幣渠道和信貸渠道這兩個(gè)影響渠道出發(fā)選擇代表性指標(biāo)進(jìn)行研究（見(jiàn)表1）。

表1　貨幣政策對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)非對(duì)稱效應(yīng)實(shí)證分析指標(biāo)選擇

在數(shù)據(jù)的樣本期間選擇上，選取從1999年1月—2011 年12月的月度數(shù)據(jù)，分析了我國(guó)在1998年出臺(tái)《關(guān)于進(jìn)一步深化城鎮(zhèn)住房制度改革，加快住房建設(shè)的通知》結(jié)束福利分房后，房地產(chǎn)市場(chǎng)實(shí)行市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)、進(jìn)入高速發(fā)展階段以來(lái)，貨幣政策對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)產(chǎn)生的不同影響。其中，GF、M2、ZB、R、LOAN的月度數(shù)據(jù)來(lái)自中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫(kù)、中國(guó)人民銀行網(wǎng)站以及國(guó)家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站。

（二）實(shí)證方法選擇

考慮到本文的具體研究對(duì)象為房地產(chǎn)市場(chǎng)，其數(shù)據(jù)符合金融時(shí)間序列數(shù)據(jù)的基本特征。而在對(duì)金融時(shí)間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行建模的過(guò)程中，常常會(huì)出現(xiàn)某一特征的值成群出現(xiàn)的情況，隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)往往會(huì)在較大幅度波動(dòng)后緊接著較大幅度的波動(dòng)，在較小幅度波動(dòng)后緊接著較小幅度的波動(dòng)，存在波動(dòng)的集群性。但是，在一般回歸分析和時(shí)間序列分析中，要求隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)是同方差的，但這種序列隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)的無(wú)條件方差是常量，條件方差是變化量。在這種情況下，就需要使用條件異方差模型。

在資本市場(chǎng)中，存在這樣一個(gè)奇怪的現(xiàn)象：資產(chǎn)的向下運(yùn)動(dòng)通常伴隨著比之程度更強(qiáng)的向上運(yùn)動(dòng)，資產(chǎn)的向下運(yùn)動(dòng)與向上并不對(duì)稱，即資本市場(chǎng)中的沖擊常常表現(xiàn)出一種非對(duì)稱效應(yīng)。這種非對(duì)稱性是十分有用的，因?yàn)樗试S波動(dòng)率對(duì)市場(chǎng)下跌的反應(yīng)比市場(chǎng)上升的反應(yīng)更加迅速，因此被稱為“杠桿效應(yīng)”，而這種非對(duì)稱的“杠桿效應(yīng)”在貨幣政策與房地產(chǎn)市場(chǎng)之間的關(guān)系中也存在且十分明顯。因此，本文采用非對(duì)稱的成分ARCH模型（CARCH）作為研究方法，非對(duì)稱的成分ARCH模型實(shí)質(zhì)上是非對(duì)稱的ARCH模型中的一種。

在成分ARCH模型的條件方差模型中，通常包含外生變量。外生變量可能出現(xiàn)在長(zhǎng)期方程中，也可能出現(xiàn)在短期方程中（或者兩者均可）。出現(xiàn)在短期方程中的外生變量將會(huì)對(duì)變化率的短期移動(dòng)產(chǎn)生影響，而出現(xiàn)在長(zhǎng)期方程中的外生變量則將會(huì)影響變動(dòng)率的長(zhǎng)期水平。

對(duì)于非對(duì)稱的成分ARCH模型，則是指在短期方程中引入非對(duì)稱影響，代表沖擊將會(huì)對(duì)變動(dòng)率的短期波動(dòng)產(chǎn)生非對(duì)稱的影響。短期方程中的非對(duì)稱系數(shù)意味著條件方差存在短期杠桿效應(yīng)，并且這種非對(duì)稱效應(yīng)只出現(xiàn)在短期波動(dòng)中。

（三）實(shí)證分析

1.ARCH效應(yīng)的檢驗(yàn)

本文研究對(duì)象是我國(guó)貨幣政策對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)的非對(duì)稱影響，即需要對(duì)各種貨幣政策工具的實(shí)施對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)究竟會(huì)產(chǎn)生怎樣的影響進(jìn)行分析。因此，首先利用最小二乘法對(duì)貨幣政策工具與房地產(chǎn)市場(chǎng)進(jìn)行線性回歸估計(jì)，其線性回歸結(jié)果如下：

ln（GFt）=0.644848+0.861454ln（GFt-2）+0.0000382M2t-2+

（4.138493）（25.07289）（0.050564）

0.004557ln（LOANt-2）-0.002853Rt-2-0.001183ZBt-2

（2.540175）（-1.755775）（-3.360811）R2=0.859480對(duì)數(shù)似然值=476.1313 AIC=-6.105602 SC=-5.987279

運(yùn)用最小二乘法估計(jì)的貨幣政策對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)影響的線性回歸方程的各統(tǒng)計(jì)變量較為顯著，擬合的程度R2也比較理想，但通過(guò)觀察該回歸方程的殘差圖1，可以看到波動(dòng)出現(xiàn)“成群”現(xiàn)象：波動(dòng)在一些較長(zhǎng)的時(shí)間內(nèi)非常小，而在另一些較長(zhǎng)的時(shí)間內(nèi)卻又非常大，這說(shuō)明回歸方程的誤差可能具有條件異方差性。

圖1　殘差圖

為了確定貨幣政策對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)影響的線性回歸方程的誤差是否真正具有條件異方差性，需進(jìn)行條件異方差的ARCH LM檢驗(yàn)，以檢驗(yàn)該回歸模型是否具有ARCH效應(yīng)。以下為在滯后階數(shù)p=1時(shí)的ARCH LM檢驗(yàn)結(jié)果（見(jiàn)表2）。

表2　條件異方差的ARCH LM檢驗(yàn)

此處的P值為0，因此拒絕原假設(shè)，說(shuō)明回歸方程中的殘差序列存在ARCH效應(yīng)，可以利用ARCH模型對(duì)貨幣政策與房地產(chǎn)市場(chǎng)的關(guān)系進(jìn)行分析。

2.非對(duì)稱的CARCH模型的實(shí)證分析

在確定可以運(yùn)用ARCH模型對(duì)貨幣政策與房地產(chǎn)市場(chǎng)的關(guān)系進(jìn)行分析時(shí)，筆者利用非對(duì)稱的CARCH模型針對(duì)貨幣政策對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)的影響是否存在非對(duì)稱效應(yīng)進(jìn)行分析。在引入CARCH模型之后，對(duì)貨幣政策與房地產(chǎn)市場(chǎng)間的關(guān)系進(jìn)行重新估計(jì)，其估計(jì)結(jié)果如下：

均值方程：

ln（GFt）=0.654774+0.864694ln（GFt-2）+0.000351M2t-2+

z=（5.50936）（33.41937）（0.708510）

0.0012ln（LOANt-2）-0.00465Rt-2-0.0008ZBt-2

（0.913630）（-4.546299）（-3.201786）方差方程：

q^t=0.000236+0.930461（q^t-1-0.000236）+0.357351（u^2t-1-σ^2t-1）z=（0.703688）（6.935376）（0.663189）長(zhǎng)期效應(yīng)σ^2t-q^t=0.543384（u^2t-1-q^t-1）-0.143450（u^2t-1-q^t-1）dt-1+

z=（1.130701）（-0.736003）短期效應(yīng)0.410269（σ^2t-1-q^t-1）

（0.765334）

R2=0.853673對(duì)數(shù)似然值=513.2603 AIC=-6.509874 SC=-6.273229

從均值方程的估計(jì)結(jié)果可以得知，均值方程的擬合程度較為理想，各變量的統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)均較為顯著，AIC和SC值均比最小二乘線性回歸結(jié)果有所變小，因此可以說(shuō)利用CARCH模型對(duì)貨幣政策與房地產(chǎn)市場(chǎng)的關(guān)系進(jìn)行研究通過(guò)檢驗(yàn)，符合模型理論意義。并且，通過(guò)均值方程檢驗(yàn)各指標(biāo)變量經(jīng)濟(jì)意義時(shí)可以發(fā)現(xiàn)，均值方程中各變量均符合經(jīng)濟(jì)意義檢驗(yàn)。其中，房地產(chǎn)市場(chǎng)以往的景氣指數(shù)GF、廣義貨幣供應(yīng)量增速M(fèi)2、國(guó)內(nèi)貸款LOAN均對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)發(fā)展產(chǎn)生正向影響：當(dāng)國(guó)房景氣指數(shù)GF的2階滯后變量增加1%時(shí)，使得現(xiàn)階段國(guó)房景氣指數(shù)增加0.86%；廣義貨幣供給量增速M(fèi)2的2階滯后變量增加1%時(shí)，使得現(xiàn)階段國(guó)房景氣指數(shù)增加0.035%；房地產(chǎn)市場(chǎng)獲得國(guó)內(nèi)貸款的2階滯后變量增加1%時(shí)，使得現(xiàn)階段國(guó)房景氣指數(shù)增加0.12%。而貸款利率R和法定存款準(zhǔn)備金率ZB則對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)發(fā)展產(chǎn)生反向影響：當(dāng)貸款利率的2階滯后變量增加1%時(shí)，使得現(xiàn)階段國(guó)房景氣指數(shù)減少0.465%；當(dāng)法定存款準(zhǔn)備率的2階滯后變量增加1%時(shí)，使得現(xiàn)階段國(guó)房景氣指數(shù)減少0.08%。因此，可以說(shuō)利用CARCH模型對(duì)貨幣政策與房地產(chǎn)市場(chǎng)的關(guān)系進(jìn)行研究通過(guò)檢驗(yàn)，符合經(jīng)濟(jì)意義。

通過(guò)均值方程還可以發(fā)現(xiàn)，解釋變量均為貨幣政策和國(guó)房景氣指數(shù)的2階滯后變量，說(shuō)明貨幣政策從實(shí)施到取得預(yù)定效果之間存在一定的時(shí)滯。因此，政府運(yùn)用貨幣政策調(diào)節(jié)房地產(chǎn)市場(chǎng)的時(shí)候，應(yīng)充分考慮貨幣政策時(shí)滯問(wèn)題，對(duì)貨幣政策能否起到調(diào)節(jié)房地產(chǎn)市場(chǎng)的作用進(jìn)行判斷時(shí)，需要耐心與謹(jǐn)慎，允許貨幣政策在調(diào)節(jié)房地產(chǎn)市場(chǎng)時(shí)出現(xiàn)短期偏離。

3.實(shí)證結(jié)果分析

（1）從貨幣政策所處的經(jīng)濟(jì)周期來(lái)看，處于景氣周期時(shí)的貨幣政策對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)的影響程度大于處于不景氣周期時(shí)的影響程度。模型顯示我國(guó)房地產(chǎn)市場(chǎng)的發(fā)展情況不僅受到所實(shí)施的貨幣政策工具影響，還受到房地產(chǎn)市場(chǎng)以往發(fā)展?fàn)顩r的影響。并且，在均值方程中，國(guó)房景氣指數(shù)的2階滯后變量對(duì)當(dāng)期國(guó)房景氣指數(shù)的貢獻(xiàn)度達(dá)到86%以上，說(shuō)明貨幣政策對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)的影響程度在很大程度上是由過(guò)往房地產(chǎn)市場(chǎng)的發(fā)展?fàn)顩r決定的，以往房地產(chǎn)市場(chǎng)的發(fā)展情況是當(dāng)期貨幣政策能否有效影響房地產(chǎn)市場(chǎng)、能在多大程度上影響房地產(chǎn)市場(chǎng)的指示器。也就是說(shuō)，當(dāng)房地產(chǎn)市場(chǎng)處于景氣周期時(shí)，貨幣政策對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)的影響程度遠(yuǎn)大于房地產(chǎn)市場(chǎng)處于不景氣周期時(shí)的影響程度，貨幣政策在經(jīng)濟(jì)周期上存在非對(duì)稱效應(yīng)。

（2）從貨幣政策傳導(dǎo)渠道角度來(lái)看，貨幣渠道與信貸渠道對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)的影響存在非對(duì)稱效應(yīng)。通過(guò)均值方程可以發(fā)現(xiàn)，不同貨幣政策工具對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)影響的彈性系數(shù)大小依次為，Rt的彈性系數(shù)為0.00465，LOANt的彈性系數(shù)為0.001 2，ZBt的彈性系數(shù)為0.0008，M2t的彈性系數(shù)為0.00035。Rt與LOANt變量屬于信貸渠道，而ZBt和M2t變量屬于貨幣渠道。這說(shuō)明信貸渠道工具對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)產(chǎn)生的影響要大于貨幣渠道對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)產(chǎn)生的影響，即貨幣政策通過(guò)信貸渠道和貨幣渠道在房地產(chǎn)市場(chǎng)產(chǎn)生的影響力度和作用機(jī)制方面存在較大的差異，貨幣政策在傳導(dǎo)渠道上存在非對(duì)稱效應(yīng)。

（3）從貨幣政策的政策取向來(lái)看，擴(kuò)張型貨幣政策與緊縮型貨幣政策對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)的影響程度存在非對(duì)稱效應(yīng)。從方差方程可以知道，短期效應(yīng)方程中非對(duì)稱項(xiàng)的系數(shù)為-0.143450，說(shuō)明貨幣政策對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)的影響確實(shí)存在非對(duì)稱效應(yīng)。虛擬變量dt表示負(fù)向沖擊，即緊縮型貨幣政策，說(shuō)明負(fù)向沖擊比正向沖擊所帶來(lái)的波動(dòng)小，即緊縮型貨幣政策對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)的影響程度遠(yuǎn)不及擴(kuò)張型貨幣政策對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)所產(chǎn)生的影響程度大，貨幣政策在政策取向上存在非對(duì)稱效應(yīng)。

同時(shí)，需要注意的是，這種非對(duì)稱影響只出現(xiàn)在短期效應(yīng)方程中，也就是說(shuō)，貨幣政策對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)影響的這種非對(duì)稱效應(yīng)只是暫時(shí)的、短期的。從長(zhǎng)遠(yuǎn)來(lái)看，無(wú)論緊縮型貨幣政策，還是擴(kuò)張型貨幣政策對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)的影響都將會(huì)是明顯且長(zhǎng)遠(yuǎn)的。這其實(shí)也與我國(guó)現(xiàn)階段的現(xiàn)實(shí)狀況完全相符合，在房地產(chǎn)市場(chǎng)起步及發(fā)展階段，政府積極、擴(kuò)張型的貨幣政策對(duì)我國(guó)房地產(chǎn)市場(chǎng)的促進(jìn)作用為房地產(chǎn)市場(chǎng)的發(fā)展貢獻(xiàn)了巨大的力量；在房地產(chǎn)市場(chǎng)出現(xiàn)過(guò)熱、出現(xiàn)房地產(chǎn)價(jià)格泡沫時(shí)，政府對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)實(shí)施緊縮型貨幣政策、采取樓市調(diào)控等多種手段與政策，以抑制房地產(chǎn)市場(chǎng)價(jià)格的過(guò)快上漲，但事實(shí)是緊縮型貨幣政策所發(fā)揮的作用并不明顯，對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)的調(diào)控作用并不突出。

四、貨幣政策對(duì)房地市場(chǎng)非對(duì)稱影響的成因與結(jié)論

針對(duì)上述實(shí)證結(jié)果的三個(gè)結(jié)論，有針對(duì)性地探究貨幣政策對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)非對(duì)稱影響的原因，主要有以下三個(gè)。

第一，房地產(chǎn)市場(chǎng)極易形成羊群效應(yīng)，在房地產(chǎn)價(jià)格波動(dòng)與羊群行為之間還存在著一種正反饋機(jī)制，即房地產(chǎn)價(jià)格上漲所產(chǎn)生的示范效應(yīng)會(huì)吸引更多的房地產(chǎn)購(gòu)買需求，從而促成價(jià)格的進(jìn)一步上漲，使部分潛在購(gòu)房者的投資熱情空前高漲，加劇整個(gè)房地產(chǎn)市場(chǎng)的狂熱，呈現(xiàn)貨幣政策對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)的非對(duì)稱效應(yīng)。

第二，房地產(chǎn)市場(chǎng)存在價(jià)格粘性，加之工資粘性等因素使得房地產(chǎn)價(jià)格趨勢(shì)上行容易下行難，導(dǎo)致貨幣政策在促進(jìn)房地產(chǎn)市場(chǎng)發(fā)展階段發(fā)揮的效果高于在抑制房地產(chǎn)市場(chǎng)發(fā)展階段發(fā)揮的效果。

第三，政府在房地產(chǎn)市場(chǎng)中的利益博弈，中央政府與地方政府在房地產(chǎn)市場(chǎng)中的利益博弈，實(shí)質(zhì)上是整體利益與局部利益、長(zhǎng)遠(yuǎn)利益與眼前利益的博弈。中央政府試圖通過(guò)出臺(tái)一系列政策來(lái)調(diào)控過(guò)熱的房地產(chǎn)市場(chǎng)，使房地產(chǎn)市場(chǎng)整體呈現(xiàn)健康有序地發(fā)展。對(duì)于地方政府來(lái)說(shuō)，由于1994年實(shí)行分稅制改革，原本屬于地方政府的稅收收入被劃歸到中央或是由中央與地方共享，直接導(dǎo)致地方政府財(cái)政收入的大幅減少。而地方政府出于對(duì)自己利益的保護(hù)，只能將重點(diǎn)轉(zhuǎn)向?qū)Α巴恋刎?cái)政”——第二財(cái)政的追求上，對(duì)于中央政府的房地產(chǎn)宏觀調(diào)控政策執(zhí)行的積極性不高，直接導(dǎo)致調(diào)控的效果大打折扣，有出工不出力之嫌，難以實(shí)現(xiàn)中央政府力圖促使房地產(chǎn)市場(chǎng)穩(wěn)定發(fā)展、優(yōu)化房地產(chǎn)市場(chǎng)結(jié)構(gòu)、實(shí)現(xiàn)社會(huì)穩(wěn)定的目的。因此，當(dāng)兩者行動(dòng)相一致時(shí)，其政策所產(chǎn)生的效果就相對(duì)明顯；兩者行動(dòng)不一致時(shí)調(diào)控的效果就會(huì)大大折扣，導(dǎo)致貨幣政策對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)的影響呈現(xiàn)非對(duì)稱性。

本文的實(shí)證結(jié)果與我國(guó)房地產(chǎn)市場(chǎng)的現(xiàn)實(shí)狀況驚人相符，充分反映了我國(guó)貨幣政策對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)的影響狀況。從2010年“國(guó)十條”將房地產(chǎn)調(diào)控目標(biāo)定為“遏制部分城市房?jī)r(jià)過(guò)快上漲”到2011年“新國(guó)八條”強(qiáng)調(diào)“繼續(xù)有效遏制投資投機(jī)性購(gòu)房”，其目的都是為了促進(jìn)房地產(chǎn)市場(chǎng)回歸理性。但實(shí)際上我國(guó)貨幣政策對(duì)于房地產(chǎn)市場(chǎng)的調(diào)控效果并不十分明顯，部分地區(qū)的房?jī)r(jià)依然居高不下，促成房?jī)r(jià)反彈的因素依然存在，房地產(chǎn)投機(jī)的氛圍依然濃厚。在這種情況下，正確對(duì)待貨幣政策在抑制房地產(chǎn)市場(chǎng)方面的調(diào)控效果不明顯這一現(xiàn)實(shí)，耐心尋找造成貨幣政策對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)影響不對(duì)稱的原因，采取循序漸進(jìn)的貨幣政策對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)進(jìn)行調(diào)整，容忍短期內(nèi)貨幣政策實(shí)施效果不明顯情況的出現(xiàn)，只有這樣才能充分發(fā)揮貨幣政策對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)的政策效果，才能形成貨幣政策對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)的正確引導(dǎo)與調(diào)控，從而實(shí)現(xiàn)房地產(chǎn)市場(chǎng)的快速、健康發(fā)展。

［1］Cover J .Asymmetric effects of positive and negative money supply shocks［J］.Quarterly Journal of Economics，1992，（4）：1261-1282.

［2］商世文.論貨幣政策的非均衡效應(yīng)［J］.國(guó)際金融研究，1994，（3）.

［3］Charles Collyns，A.SenhadjiSemlali.Lending booms，real estate bubbles and the Asian crisis［R］.IMF working paper，2002，（20）：1-46.

［4］Fratantoni M，Schuh S .Monetary policy，housing and heterogeneous regional markets［J］.Journal of Money，Creditand Banking，2003，（35）：557-589.

［5］梁云芳，高鐵梅.中國(guó)房地產(chǎn)價(jià)格波動(dòng)區(qū)域差異的實(shí)證分析［J］.經(jīng)濟(jì)研究，2007，（8）：133-142.

［6］袁科，馮邦彥.貨幣政策傳導(dǎo)對(duì)區(qū)域房地產(chǎn)市場(chǎng)非對(duì)稱性效力研究［J］.南方金融，2007，（9）：20-22.

［7］魏瑋，王洪衛(wèi).房地產(chǎn)價(jià)格對(duì)貨幣政策動(dòng)態(tài)響應(yīng)的區(qū)域異質(zhì)性——基于省際面板數(shù)據(jù)的實(shí)證分析［J］.財(cái)經(jīng)研究，2010，（6）：123-132.

［8］王先柱，毛中根，劉洪玉.貨幣政策的區(qū)域效應(yīng)——來(lái)自房地產(chǎn)市場(chǎng)的證據(jù)［J］.金融研究，2011，（9）：42-53.

［9］陳德偉，徐瓊，孫崎嶇.我國(guó)貨幣政策效果的非對(duì)稱性實(shí)證研究［J］.數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究，2003，（5）：19-22.

［10］劉金全，鄭挺國(guó).我國(guó)貨幣政策沖擊對(duì)實(shí)際產(chǎn)出周期波動(dòng)的非對(duì)稱影響分析［J］.數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究，2006，（10）：3-14.

［11］常海濱，徐成賢.我國(guó)區(qū)域經(jīng)濟(jì)波動(dòng)對(duì)貨幣政策效力影響的實(shí)證分析［J］.經(jīng)濟(jì)經(jīng)緯，2008，（3）：58-61.

［12］鄭挺國(guó)，劉金全.我國(guó)貨幣—產(chǎn)出非對(duì)稱影響關(guān)系的實(shí)證研究［J］.經(jīng)濟(jì)研究，2008，（1）：33-45.

［13］楊定華.中國(guó)貨幣政策非對(duì)稱性研究［J］.經(jīng)濟(jì)問(wèn)題，2008，（11）：21-23.

［14］陸虹.我國(guó)貨幣政策信貸傳導(dǎo)渠道的非對(duì)稱效應(yīng)及地區(qū)經(jīng)濟(jì)影響［J］.財(cái)經(jīng)研究，2012，（7）：133-144.

［15］Weise C .The asymmetric effects of monetary policy：A nonlinear vector autoregression approach［J］.Journal of Money，Creditand Banking，1999，（31）：85-108.

［16］Constantinos Katrakilidis and Emmanouil Trachanas . What drives housing price dynamics in Greece：New evidence from asymmetric ARDL cointegration［J］. E-conomic Modelling，2012，（29）：1064-1069.

責(zé)任編輯、校對(duì)：武玲玲

Asym m etric Effects of M onetary Policy on RealEstate M arket in China

Ma Yaming1,2,Liu Cui2,3

（1.Collaborative Innovation CenterforChina BinhaiFinance,Tianjin University ofFinance and Economics,Tianjin 300222,China;
2.Departmentof Finance,Tianjin University ofFinance& Economics,Tianjin 300222,China;
3.Pearl River College,Tianjin University of Finance& Economics,Tianjin 301811,China）

This paper studies asymmetric property of monetary policy in the time dimension as the research starting point, in view of three aspects of the time asymmetric effect on the real estate market, investigates asymmetric effects of real estate marketby monetary policy,using the empirical analysis method of CARCH model.The empirical results show that the monetary policy exists asymmetric effects on the real estate market,there are three asymmetric form of economic cycle,conduction channeland policy orientation.

monetary policy,real estate market,asymmetric effect,CARCH model,interest rate,bank lending,monetary policy tool,economic cycle

馬亞明（1973-），男，湖北赤壁人，天津財(cái)經(jīng)大學(xué)中國(guó)濱海金融協(xié)同創(chuàng)新中心研究員，天津財(cái)經(jīng)大學(xué)金融系教授，博士生導(dǎo)師，研究方向?yàn)橘Y本市場(chǎng)與公司金融；劉翠（1985-），女，天津人，天津財(cái)經(jīng)大學(xué)珠江學(xué)院講師，天津財(cái)經(jīng)大學(xué)金融系博士研究生，研究方向?yàn)榻鹑陲L(fēng)險(xiǎn)管理。

F821.0；F293

A

1007-2101（2015）02-0067-05

2014-02-05

國(guó)家社科基金面上項(xiàng)目“資產(chǎn)價(jià)格波動(dòng)與金融脆弱性互動(dòng)機(jī)制研究”（11BJY140）；國(guó)家自然科學(xué)基金青年項(xiàng)目“復(fù)雜網(wǎng)絡(luò)結(jié)構(gòu)下貨幣量值的系統(tǒng)性金融風(fēng)險(xiǎn)測(cè)控體系構(gòu)建研究”（71103126）的階段性成果